한국발달심리학회
[ Article ]
THE KOREAN JOURNAL OF DEVELOPMENTAL PSYCHOLOGY - Vol. 32, No. 1, pp.105-126
ISSN: 1229-0718 (Print) 2671-6542 (Online)
Print publication date 15 Mar 2019
Received 15 Jan 2019 Revised 02 Mar 2019 Accepted 05 Mar 2019
DOI: https://doi.org/10.35574/KJDP.2019.03.32.1.105

성별에 따른 대학생의 완벽주의적 자기제시 성향, 사회불안, SNS 중독경향성의 관계: 대인관계 지향성의 조절된 매개효과

박승혜 ; 이승연
이화여자대학교 심리학과
The Effect of Undergraduate Students’ Perfectionistic Self-Presentation and Social Anxiety on SNS Addiction Proneness according to Gender: The Moderated Mediating Effect of Interpersonal Orientation
Seung-hye Park ; Seung-yeon Lee
Department of Psychology, Ewha Womans University

Correspondence to: 이승연, 이화여자대학교 심리학과, (03760) 서울특별시 서대문구 이화여대길 52 E-mail: slee1@ewha.ac.kr

초록

본 연구는 대학생의 완벽주의적 자기제시 성향과 SNS(Social Networking Service) 중독경향성의 관계를 사회불안이 매개하고, 이러한 간접효과가 대인관계 지향성의 수준에 따라 달라지는지를 알아보고자 하였다. 이를 위해 SNS를 사용하는 성인진입기(만 18-25세)의 대학생을 대상으로 온라인 설문조사를 하였고, 341명의 자료를 분석하였다. 그 결과, 남성에게서 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성 간에 사회불안의 완전매개효과가 나타났다. 또한, 남성의 경우, 사회불안과 SNS 중독경향성의 관계에서 대인관계 지향성의 조절효과가 유의하였고, 간접효과 역시 대인관계 지향성의 수준에 따라 차이를 보였다. 한편, 여성에게서는 사회불안의 매개효과가 유의하지 않았고, 대인관계 지향성의 조절효과 및 조절된 매개효과 역시 유의하지 않았다. 이러한 결과를 바탕으로 본 연구가 가지는 시사점과 대학생의 SNS 중독경향성을 완화시킬 수 있는 개입전략에 대하여 논의하였다.

Abstract

The aim of this study was to verify the moderated mediating effect of interpersonal orientation on the relationship between perfectionistic self-presentation and SNS (Social Networking Service) addiction proneness through social anxiety. A total of 341 Korean undergraduate students aged 18 to 25 years participated in this study via online survey. The mediation effect of social anxiety on the relation between perfectionistic self-presentation and SNS addiction proneness was found only among men. Additionally, interpersonal orientation moderated the mediating effect of social anxiety on the relation between perfectionistic self-presentation and SNS addiction proneness only in a group of men. For women, neither mediation effect nor moderated mediating effect was significant. Based on these results, implications of this study and intervention strategies for undergraduate students’ SNS addiction proneness are discussed.

Keywords:

perfectionistic self-presentation, social anxiety, SNS addiction proneness, interpersonal orientation, gender difference

키워드:

완벽주의적 자기제시, 사회불안, SNS 중독경향성, 대인관계 지향성, 성차

최근 들어 SNS(Social Networking Service)는 시공간 제약 없이 사람들과 관계를 유지하고 새로 형성할 수 있는 또 하나의 사회적 공간으로 여겨지고 있다. 스마트폰이 보편화됨에 따라 SNS에 대한 접근성은 더욱 좋아졌고, 특히 대학생의 SNS 이용률(94.3%)은 고등학생(87.1%), 중학생(79.8%)의 이용률을 훨씬 웃도는 것으로 나타났다(통계청, 여성가족부, 2018). 또한, 20대 SNS 사용자의 하루 평균 사용시간은 1시간 18분으로 다른 세대를 앞선다(김윤화, 2018). 대학생 시기는 청소년기와 성인기 사이의 성인진입기(emerging adulthood)로 발달 시기가 지연됨에 따라 정체성 탐색이 여전히 역동적으로 행해지는 시기이다(Schwartz, Côté, & Arnett, 2005). 타인과의 상호작용을 통해 정체성 발달이 이뤄진다는 점을 고려하면(Kerpelman & Pittman, 2001) 대학생들의 활발한 SNS 사용은 자연스러운 현상으로 보인다.

그러나 SNS 사용이 증가하면서 SNS에 지나치게 몰두하는 중독문제가 대두되고 있다. SNS 중독은 최근 떠오른 문제로 명확한 개념이나 진단기준이 정립되지 않은 상태이다(Kuss & Griffiths, 2017). 이에 국내에서는 온라인상의 대인관계에 과하게 몰두하여 금단과 내성을 경험하고 일상에 지장이 있는 것을 일컫는 개념으로 ‘SNS 중독경향성’이란 용어(정소영, 김종남, 2014)를 주로 사용하고 있다.

SNS 중독경향성은 우울, 불안 등 정서 문제를 유발하고(Koc & Gulyagci, 2013), 자존감과 삶의 만족을 떨어뜨려(Hawi & Samaha, 2016) 개인의 삶에 부정적인 영향을 주는 것으로 밝혀지고 있다. 또 시력과 수면의 질을 낮추고 피로, 두통 등의 여러 건강문제를 야기하며(Masthi, Cadabam, & Sonakshi, 2015), 학업적 지연 행동을 초래하고 학업 수행을 저해하는 것으로 밝혀졌다(Kirschner & Karpinski, 2010). 이처럼 SNS 중독경향성은 대학생의 일상 전반에 악영향을 미치고, 성인진입기 발달과업의 달성을 오히려 방해할 수 있다. 따라서 대학생의 SNS 중독경향성과 관련하여 구체적 기제를 밝히고, 그에 기반하여 효과적인 개입전략을 마련할 필요가 있다.

SNS에서 사람들은 자기를 나타내는 프로필을 설정하고 자신의 근황 및 정보 등을 공유하게 되는데, 이때 대부분의 사람들은 이상적 자기(ideal self)나 의무적 자기(ought self)에 맞춰 자신을 전략적으로 제시한다(Siibak, 2009). 즉, SNS에서는 개인정보의 공개 및 은폐가 자기 통제 하에 있기 때문에(Rui & Stefanone, 2013) SNS는 특히 타인에게 완벽하게 보이고 싶은 욕구가 강한 완벽주의적 자기제시 성향의 사람들이 선호하는 공간일 수 있다.

완벽주의적 자기제시 성향을 지닌 이들은 자신의 완벽하다고 생각하는 부분은 의도적으로 드러내려 하고 불완전한 부분은 언어·행동적으로 은폐함으로써 사람들에게 내보이는 자기에서 완벽성을 추구한다(Hewitt et al., 2003). 이동귀와 서해나(2010)의 연구에 따르면, 완벽주의적 자기제시 성향이 약한 대학생들은 자신을 완벽하게 제시하려 하지 않고 자기 실수를 수용하며 내적인 성장에 더 의미를 부여하는 반면, 완벽주의적 자기제시 성향이 강한 대학생들은 사회적 상황에서 자신의 실수를 용납하지 않으며 타인과의 조화를 중요하게 여기고 타인에게 비추어지는 자기에 과하게 신경을 쓰는 경향이 두드러진다.

SNS는 보여주고 싶은 정보를 선택적으로 공유함으로써 이상적 자기를 손쉽게 실현할 수 있는 공간이기에 완벽주의적 자기제시 성향이 강한 사람들은 타인에게 자신을 완벽하게 드러내고자 하는 동기를 충족시킬 수 있는 SNS에 과하게 몰두할 가능성이 크다. 또한, Bandura(1977)의 사회학습이론과 일치하게, 완벽주의적 자기제시 성향이 강한 사람들은 SNS에서 실수라는 원치 않는 행동을 미리 막을 수 있고 완벽한 자기제시를 통해 사람들로부터 좋은 반응을 얻을 수 있음을 반복 학습함에 따라 SNS에 쉽게 빠져들 수 있다(임숙영, 임영진, 2017). 완벽주의적 자기제시 성향이 SNS 중독경향성을 예측한다는 것이 경험적으로도 입증되었는데, 완벽주의적 자기제시의 욕구가 강하고 자신의 불완전함을 타인들에게 내보이길 꺼리는 사람일수록 SNS를 더 많이 사용하였으며(Casale, Fioravanti, Flett, & Hewitt, 2015), 대학생의 완벽주의적 자기제시 성향이 SNS 중독을 정적으로 예측하였다(임숙영, 임영진, 2017).

본 연구는 완벽주의적 자기제시 성향이 SNS 중독경향성에 기여하는 이러한 과정을 사회불안을 통해 설명하려 한다. 사회불안은 사회적 상황에서 유발되는 불안을 뜻하는데(Morrison & Heimberg, 2013), 사람들과 이야기하거나 어울리는 등의 교류 상황에서 겪는 사회적 상호작용 불안과 타인 앞에서 특정 수행을 하거나 평가되는 상황에서 느끼는 수행불안으로 크게 구분된다(Bögels et al., 2010). 사회불안을 변인으로 사용한 선행연구들은 사회적 상호작용과 수행불안을 모두 측정하거나(예, 박지혜, 이주영, 2018; 백수현, 이영순, 2013; Mackinnon, Battista, Sherry, & Stewart, 2014), 사회적 상호작용 불안에만 주로 초점을 맞추어 왔다(예, 김다정, 오경자, 2017; 김형수, 2014; 황희은, 김향숙, 2015, Lee, 2015). 본 연구에서는 타인과의 일상적 상호작용은 그 자체로 불가피하고 보편적이므로, 평가 장면과 관련된 수행불안보다는 사회적 상호작용 불안으로 한정하여 사회불안을 살펴보고자 한다.

사회불안의 기제를 설명하는 자기제시 모형(self-presentation model)에 의하면, 자신이 원하는 인상을 타인에게 주려는 욕구가 높지만, 그 욕구를 자신이 충족시킬 수 있다는 내적인 신념이 낮을 때 사회불안을 경험한다(Leary & Kowalski, 1995). 완벽주의적 자기제시 성향이 강한 사람들은 동시에 자신에게 회의적이고 완벽한 자기를 제시하려는 의도적 행동 때문에 타인에게서 거부감을 자아낼 수 있어(Hewitt, Habke, Lee-Baggley, Sherry, & Flett, 2008) 완벽한 자기제시 욕구는 좌절되기 쉽다. 즉, 자기제시 모형에 따르면, 완벽주의적 자기제시 성향의 사람들은 사회적 상황에서 불안을 느낄 가능성이 크다. 더불어 완벽주의적 자기제시의 욕구가 강한 이들은 타인의 평가와 시선에 민감하고 긍정적인 반응을 얻기 위해 노력하므로(Hewitt et al., 2003) 사회불안에 취약할 수 있는데, 실제로 연구들은 완벽주의적 자기제시 성향이 강할수록 사회불안의 수준이 높음을 일관되게 보고하고 있다(김다정, 오경자, 2017; 박지혜, 이주영, 2018; 백수현, 이영순, 2013; Mackinnon et al., 2014).

한편, SNS 중독경향성을 설명하는 사회적 보상가설(social compensation hypothesis)에 의하면, 사회불안을 느끼는 사람들이 온라인의 상호작용에 더 의존할 수 있는데, 사회불안으로 인한 현실의 불만족스러운 상호작용을 가상의 공간에서 수월히 보상받을 수 있기 때문이라고 설명한다(Valkenburg & Peter, 2007). 즉, 실제 상호작용에서 수반되는 눈 마주침, 타인의 반응 등의 불안을 유발하는 시청각적 자극들이 온라인에선 극히 제한되므로(McKenna, Green, & Gleason, 2002) 사회불안이 높은 이들이 불안이 극복되는 온라인의 대인관계를 선호하게 된다는 것이다.

Bodroža와 Jovanović(2016)은 대표적 SNS인 페이스북(Facebook) 이용자들을 대상으로 사회적 보상가설을 지지하는 결과를 얻었다. 즉, 사회불안이 높은 사람이 타인과의 교류, 파트너 탐색, 자기표현 등의 목적으로 페이스북을 사용하는 경향이 높았으며, 보상적 사용 동기가 높을수록 페이스북 중독의 수준도 높았다. 대학생 대상 연구(김형수, 2014; Atroszko et al., 2018; Lee, 2015)에서 사회불안은 SNS 중독경향성을 정적으로 유의하게 예측하였으며, 중학생 대상 연구(황희은, 김향숙, 2015)에서도 같은 결과가 나타났다.

따라서 완벽주의적 자기제시 성향의 사람들은 타인과의 상호작용에서 불안을 느끼기 쉽고, 사회불안을 느낄수록 SNS에 몰두하는 정도가 높음을 가정하였다. 그러나 완벽주의적 자기제시 성향으로 인해 사회불안을 느끼더라도 타인과 상호작용을 하려는 욕구 자체가 낮다면 사람들과 소통하는 SNS에 덜 몰입될 수 있다.

사회불안을 느끼는 사람들은 내적으로 사회적 상황에 대한 접근-회피 갈등을 경험하고, 사회불안을 느낄 때 지각된 사회적 지위가 높고 호기심이 강할수록 새로운 상호작용에 접근 지향적인 경향을 보인다(Kashdan, Elhai, & Breen, 2008). 이러한 연구결과는 사회불안에서 비롯되는 대인관계 행동의 패턴이 개인적 성향이나 인지와 같은 내적 특성에 따라 달라질 수 있음을 암시한다. 특히, 사회불안이 SNS 중독을 예측하지 못한 일부 연구(곽지현, 홍혜영, 2018; 조규영, 김윤희, 2014)를 고려할 때, 사회불안과 SNS 중독경향성의 관계가 다른 변인에 의해 조절될 가능성을 짐작해 볼 수 있다.

타인과 상호작용하려는 개인의 보편적인 욕구를 일컬어 대인관계 지향성이라 하는데, 대인관계 지향성은 소속감을 느끼려는 포함욕구, 타인과 서로 영향을 주며 안정감을 느끼려는 통제욕구, 사랑을 주고받고자 하는 애정욕구를 포함한다(Schutz, 1992). 대학생의 대인관계 지향성을 탐색한 연구(Yoo, Park, & Jun, 2014)에서 아동·청소년기에 경험한 대인관계에 대해 부적응적인 도식을 지닌 사람일수록 대인관계 지향성이 낮은 것으로 나타났다. 이는 삶의 초기에 습득한 관계에 대한 인식이 성인진입기까지 이어져 개인의 대인관계적 욕구에 영향을 미치며, 상호작용에 대한 태도 역시 개인마다 다를 수 있음을 시사한다. 대인관계 지향성이 높은 사람은 타인을 향한 관심과 상호작용에 대한 선호가 더 높고 대인관계 자체를 목적으로 간주하는 경향이 있다(Swap & Rubin, 1983).

대인관계 지향성의 영향력은 다양한 관계 맥락에서 탐색되어 왔으며, 새로운 차원의 네트워크인 SNS 도입과 함께 대인관계 지향성이 SNS에 미치는 영향력 역시 검토되고 있다. 이에 따르면, 대인관계 지향성이 높은 사람은 SNS를 더 많이 사용하고, SNS에 몰입하는 것으로 밝혀졌다(이정화, 김호영, 강정석, 2017; 황희은, 김향숙, 2015; Kim & Park, 2015). 한편, 대인관계 지향성은 외로움과 SNS 중독경향성 간에 조절변인으로 작용하였는데(이정화 등, 2017), 사회불안이 SNS 중독경향성을 예측하는 관계 역시 타인을 선호하고 관계를 지향하는 대인관계 지향성의 수준에 따라 달라질 가능성이 있다. Lee-Won, Herzog와 Park(2015)의 연구에서 사회불안과 페이스북 중독의 관계를 대인관계 지향성의 하위요인인 사회적 확신 욕구(소속감과 유대를 위해 타인에게 의존하려는 경향성)가 조절한 결과는 그러한 가능성을 뒷받침한다.

정리하면, 완벽주의적 자기제시 성향이 강할수록 사회불안이 높고 사회불안을 느낄수록 SNS 중독경향성이 높아질 것을 예측할 수 있는데, 사회불안을 느끼더라도 기본적으로 대인관계 지향성이 강하지 않다면 사회적 보상가설과는 다르게 SNS 중독경향성으로 이어지지 않을 가능성이 있다. 즉, 본 연구는 완벽주의적 자기제시 성향과 SNS중독경향성 간의 관계에서 사회불안의 매개효과가 대인관계 지향성의 수준에 따라 다를 수 있음을 가정하고 이를 확인하고자 하였다.

한편, 각 변인에서의 성차는 비일관적인데, 먼저 완벽주의적 자기제시 성향의 경우 성차에 대한 연구가 매우 드물고, 완벽주의적 자기제시의 성차가 없었던 연구(박지혜, 이주영, 2018)와 하위요인인 불완전함 은폐노력(행동적)만 여성이 더 높았다는 연구(하정희, 2011)가 공존한다. 사회불안의 경우, 사회적 상호작용 상황에서 여성이 불안을 더 경험한다는 연구결과(Caballo, Salazar, Irurtia, Arias, & Hofmann, 2014; Kupper & Denollet, 2012)와 성차가 유의하지 않다는 결과(이영아, 이인혜, 2016; Olivares, García-López, & Hidalgo, 2001)가 공존하는데, 성차가 유의한 이유로 남성이 성 역할 사회화의 영향으로 인해 사회불안을 과소보고할 가능성이 제안되기도 하였다(Asher, Asnaani, & Aderka, 2017). 또한, 여성이 SNS 중독에 더 취약하다는 연구결과가 지배적이나(김선미, 서경현, 2015; Chae, Kim, & Kim, 2018; Thompson & Lougheed, 2012), 일부 연구에선 남성의 SNS 중독수준이 더 높았고(Raacke & Bonds-Raacke, 2008), SNS 중독경향성의 수준에서 유의한 성차가 나타나지 않기도 하였다(Salem, Almenaye, & Andreassen, 2016).

여기서 주목할 점은 사회불안과 SNS 중독경향성 간의 관계에서 성차가 나타났다는 사실이다. Salvati와 Trentini(2015)가 남녀별로 고등학생의 페이스북 중독 기제를 탐색한 결과, 남성에게선 사회불안이 SNS 중독경향성을 유의하게 예측하였으나 여성의 경우, 유의한 예측력이 확인되지 않았다. 이러한 차이는 여성은 불특정 다수와의 접촉을 포함한 온라인을 안전하지 않다고 느끼며(Fogel & Nehmad, 2009), 남성은 새로운 관계를 형성하기 위해 SNS를 사용하는 반면, 여성은 기존의 관계를 유지하기 위해 SNS를 사용한다는 점(Makashvili, Ujmajuridze, Amirejibi, Kotetishvili, & Barbakadze, 2013)과도 관련이 있을 수 있다.

결론적으로, 본 연구에서는 성별에 따라 사회불안이 SNS 중독경향성에 서로 다른 영향을 줄 수 있음을 고려하여, 남녀 각각에서 완벽주의적 자기제시, 사회불안, SNS 중독경향성 간의 구조적 관계를 밝히고 이러한 관계가 대인관계 지향성의 수준에 따라 달라질 수 있는지 확인하고자 한다. 본 연구의 연구문제는 다음과 같다.

연구문제 1. 남녀 각 집단에서 완벽주의적 자기제시는 SNS 중독경향성을 예측하는가?

연구문제 2. 남녀 각 집단에서 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성의 관계를 사회불안이 매개하는가?

연구문제 3. 남녀 각 집단에서 대인관계 지향성이 완벽주의적 자기제시, 사회불안, SNS 중독경향성의 관계를 조절하는가?

그림 1.

연구모형


방 법

연구대상

SNS를 사용하고, 성인진입기(만 18-25세)에 해당하는 전국 4년제 대학교에 재학중인 대학생을 대상으로 2018년 9월 14일부터 7일간 온라인 설문조사를 하였다. 총 357명이 설문을 완료하였으나, 현재 SNS를 사용하지 않는 6명, 나이 기준에 맞지 않는 5명, SNS 사용의 주목적을 타인관찰, 눈요기 등이라 응답하고 SNS에서 자신을 전혀 제시하지 않는 것으로 판단되는 5명의 자료는 제외하였다. 최종적으로 341명(남: 151, 여: 190)의 자료를 분석하였으며, 이들의 평균 연령은 만 21.7세(SD=2.02)였고, 주로 사용하는 SNS는 인스타그램(41.8%)과 페이스북(35.3%)이었으며, SNS 사용 기간은 2년 이상(73.3%)이 대부분이었다.

측정도구

완벽주의적 자기제시

Hewitt 등(2003)의 완벽주의적 자기제시 척도(Perfectionistic Self-Presentation Scale, PSPS)를 하정희(2011)가 우리나라 실정에 맞게 수정하고 타당도를 검증한 한국판 완벽주의적 자기제시 척도(PSPS-K)를 사용하였다. 총 19문항으로 완벽주의적 자기노력(8문항), 불완전함 은폐노력-행동적(5문항), 불완전함 은폐노력-언어적(6문항)의 세 하위척도로 구성되며, 각 문항은 7점 Likert 척도(1점: 전혀 그렇지 않다 ∼ 7: 매우 그렇다) 상에 평정한다(예, ‘나는 언제나 완벽하게 보여야 한다.’, ‘내가 잘 할 수 없는 일들도 아무렇지 않게 잘 하는 것처럼 행동한다.’ 등). 총점이 높을수록 완벽주의적 자기제시 수준이 높음을 나타낸다. 김다정과 오경자(2017)의 대학생 연구에서 전체 척도의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .87이었고, 본 연구에서는 .89였다.

사회불안

Mattick과 Clarke(1998)가 개발하고 김향숙(2001)이 번안 및 타당화한 사회적 상호작용 불안 척도(Social Interaction Anxiety Scale, SIAS)를 사용하였다. 총 19문항으로(예, ‘다른 사람들과 이야기하는 것이 어렵다.’, ‘이상하게 보일까봐 나 자신을 표현하는 것이 걱정된다.’ 등) 각 문항은 5점 Likert 척도(1: 전혀 그렇지 않다 ∼ 5: 매우 그렇다)로 평정된다. 총점이 높을수록 사회적 상호작용에서 느끼는 불안이 강함을 가리킨다. 김다정과 오경자(2017)의 연구에서 척도의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .89였고, 본 연구에서는 .93이었다.

SNS 중독경향성

Andreassen, Torsheim, Brunborg와 Pallesen(2012)의 Bergen Facebook Addiction Scale(BFAS)과 한국정보화진흥원(2011)의 ‘성인 인터넷중독 자가진단 간략형 척도(KS-A)’ 등을 기반으로 정소영과 김종남(2014)이 개발 및 타당화한 대학생용 SNS 중독경향성 척도를 사용하였다. 총 24문항이며(예, ‘하루 중 대부분의 시간을 SNS를 하며 보낸다.’, ‘SNS를 하지 못하게 되었을 때 짜증이 난다.’ 등), 조절실패 및 일상생활장애(7문항), 몰입 및 내성(7문항), 부정 정서의 회피(5문항), 가상세계지향성 및 금단(5문항)의 네 하위요인으로 구성된다. 각 문항은 4점 Likert 척도(1: 전혀 그렇지 않다 ∼4: 매우 그렇다)로 평정된다. 총점이 높을수록 SNS 중독경향성이 높음을 뜻한다. 정소영과 김종남(2014)의 대학생 연구에서 전체 척도의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .92였고, 본 연구에서는 .94였다.

대인관계 지향성

Schutz(1958)의 Fundamental Interpersonal Relation Orientation-Behavior(FIRO-B)를 염동수(2003)가 유사문항을 줄여 수정한 척도를 사용하였다. 총 18문항으로(예, ‘나는 친구들의 일상생활에 많은 관심을 기울인다.’, ‘나는 아는 사람과 멀어지고 싶지 않다.’ 등) 포함욕구(6문항), 통제욕구(6문항), 애정욕구(6문항)의 세 하위요인으로 구성된다. 각 문항은 5점 Likert 척도(1: 전혀 그렇지 않다 ∼5: 매우 그렇다) 상에 평정한다. 총점이 높을수록 대인관계에 대한 욕구가 강함을 의미한다. 이정화 등(2017)의 대학생 연구에서 전체 척도의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .85였고, 본 연구에서는 .89였다.

자료분석

먼저 SPSS 21.0을 활용하여 기술통계분석을 하였고, 척도의 내적합치도(Cronbach’s α) 값을 산출하였다. 주요 변인들에서 성차가 있는지 알아보기 위해 독립표본 t 검정을 하였으며, 변인 간 관계에서도 성차가 존재하는지 확인하고자 남녀를 분리하여 상관분석을 실시하였다. 완벽주의적 자기제시, 사회불안, SNS 중독경향성의 관계에서 대인관계 지향성의 조절된 매개효과를 검증하기 위하여 PROCESS macro(Hayes, 2013)를 활용하였으며, 통계적 유의성은 부트스트래핑(bootstrapping)과 Johnson-Neyman의 기법을 통해 확인하였다.


결 과

주요 변인들의 평균 및 차이 검정

주요 변인들의 성차를 확인하기 위해 독립표본 t 검정을 시행한 결과(표 1 참조), 완벽주의적 자시제시(t=-2.07 p<.05, d=.22), 사회불안(t=-2.92 p<.01, d=.32), SNS 중독경향성(t=-3.08 p<.01, d=.34)의 수준이 여성에게서 더 높은 것으로 나타났으며, 이러한 성차는 Cohen(1992)의 기준에 따를 때, 다소 작은 효과크기를 지녔다. 대인관계 지향성에서 성차는 유의하지 않았다.

성별에 따른 주요 변인들의 평균 차이

주요 변인들의 상관분석

변인 간 관계가 성별에 따라 다른 양상을 보이는지 알아보고자 남녀별로 상관분석을 실시하였다. 그 결과(표 2 참조), 남녀 모두 완벽주의적 자기제시는 사회불안(남: r=.46, 여: r=.51, p<.001), SNS 중독경향성(남: r=.23, 여: r=.24, p<.01)과 유의한 정적 상관을 보였으며, 대인관계 지향성과는 유의한 관계가 없었다. 또한, 남녀 모두 대인관계 지향성은 사회불안과 유의한 부적 상관(남: r=-.25, p<.01, 여: r=-.36, p<.001), SNS 중독경향성과 유의한 정적 상관을 나타냈다(남: r=.28, 여: r=.20, p<.01). 한편, 남성의 경우, 사회불안은 SNS 중독경향성과 유의한 정적 관계가 있었으나(r=.26, p<.01), 여성의 경우, 사회불안과 SNS 중독경향성은 통계적으로 유의한 관계가 없었다.

성별에 따른 주요 변인 간 상관관계 (N=341)

조절된 매개효과 검증

완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성의 관계에서 대인관계 지향성의 조절효과 검증

조절된 매개효과는 독립변인과 종속변인 간에 조절변인이 작용하지 않음이 전제될 때 성립되므로(Muller, Judd, & Yzerbyt, 2005), 먼저 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성의 관계에서 대인관계 지향성의 조절효과가 발생하는지 알아보고자 PROCESS의 model 1을 사용하였다. 그 결과(표 5 참조), 남녀 모두에게서 완벽주의적 자기제시(남: B=.208, t=2.895, p<.01, 여: B=.188, t=3.656, p<.001)의 단순효과는 유의한 반면, 완벽주의적 자기제시와 대인관계 지향성의 상호작용효과는 통계적으로 유의하지 않았다. 따라서 조절된 매개효과의 검증을 위한 전제조건이 충족됨을 확인하였다.

완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성의 관계에서 사회불안의 매개효과 검증

이어서 Preacher와 Hayes(2004)의 제안에 따라 조절변인이 포함되지 않은 단순매개효과를 검증하였다. PROCESS의 model 4를 통해 분석하였으며, 결과를 표 3에 제시하였다. 먼저 남성의 경우, 완벽주의적 자기제시가 매개변인인 사회불안에 주는 직접효과가 유의하였고(B=.420, t=6.251, p<.001), 사회불안이 종속변인인 SNS 중독경향성에 미치는 직접효과 역시 유의하였다(B=.199, t=2.229, p<.05). 한편, 사회불안이 통제된 상태에서 완벽주의적 자기제시가 SNS 중독경향성에 미치는 직접효과는 유의하지 않았다. 따라서 사회불안은 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성 간에 완전매개역할을 하였다.

단순매개효과 검증 결과

여성의 경우, 완벽주의적 자기제시가 사회불안을 유의하게 예측하였고(B=.418, t=8.018, p<.001), 사회불안이 통제된 상태에서 완벽주의적 자기제시는 SNS 중독경향성을 유의하게 예측하였으나(B=.165, t=2.749, p<.01), 완벽주의적 자기제시가 통제됐을 때, 사회불안은 SNS 중독경향성에 유의한 영향을 주지 못하였다.

여성에게서도 간접효과는 통계적으로 유의할 가능성을 고려하여, 남녀 모두에서 부트스트래핑을 실시하였다. 부트스트래핑은 표본분포의 정규성 가정 없이 가상의 무선 표본을 대규모로 추출하여 매개효과의 유의성이 무선오차에서 비롯되지 않음을 검정하는 방법으로(정선호, 서동기, 2016), 부트스트래핑 검정에서 신뢰구간의 하한값(LL)과 상한값(UL) 사이에 0이 포함되지 않을 때, 통계적 유의성을 지닌다(Preacher & Hayes, 2004). 표 4에서 나타났듯이 남성에게서 산출된 신뢰구간(.008 ∼ .173) 내에 0이 포함되지 않아 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성 간에 사회불안의 간접효과가 통계적으로 유의하였다. 여성의 경우엔 산출된 신뢰구간 내에 0이 포함되어 매개효과가 유의하지 않았다.

간접효과의 부트스트래핑 검증 결과

완벽주의적 자기제시, 사회불안, SNS 중독경향성의 관계에서 대인관계 지향성의 조절된 매개효과 검증

완벽주의적 자기제시가 사회불안을 거쳐 SNS 중독경향성에 영향을 미치는 간접효과의 크기가 대인관계 지향성의 수준에 따라 변화하는지 파악하기 위해 PROCESS의 model 14를 활용하였다.

분석 결과(표 5 참조), 사회불안이 SNS 중독경향성에 이르는 경로에서 대인관계 지향성의 조절효과가 남성에게서만 통계적으로 유의하였다(B=.018, t=2.734, p<.01). 이에 사회불안과 대인관계 지향성의 상호작용 패턴을 파악하고자 Aiken과 West(1991)의 제안대로 대인관계 지향성의 ±1SD 값에서 사회불안이 SNS 중독경향성을 유의하게 예측하는지 확인하였고, 예측변인과 조절변인은 평균중심화하여 사용하였다. 또 Frazier, Tix와 Barron(2004)이 상호작용효과의 적절한 해석을 위해 권고한대로 비표준화계수(B)를 비교하였다. 단순 기울기 분석 결과(그림 2 참조), 대인관계 지향성이 높을 때(+1SD)의 회귀선은 통계적으로 유의했으나(B=.492, t=4.630, p<.001), 낮을 때(-1SD)의 회귀선은 유의하지 않았다(B=.118, t=1.034).

조절된 매개효과 검증 결과

그림 2.

남성의 SNS 중독경향성에 대한 사회불안과 대인관계 지향성의 상호작용

다음으로 대인관계 지향성의 수준에 의해 매개효과가 차이를 보이는지 알아보고자 조절된 매개지수를 확인하였다. 조절된 매개지수는 조절된 매개효과의 통계적 유의성을 나타내는 공식검정으로 개별경로에서 조절효과가 유의하지 않아도 조절된 매개지수가 통계적으로 유의하면 조절된 매개효과가 유의한 것으로 판단한다(Hayes, 2015). 따라서 남녀 모두에서 조절된 매개지수를 부트스트래핑으로 살펴본 결과(표 6 참조), 남성의 경우에만 산출된 신뢰구간 내에 0이 포함되지 않아 조절된 매개효과가 유의한 것으로 드러났다.

조절된 매개효과의 부트스트래핑 검증 결과

남성 집단에서의 조절된 매개효과를 구체적으로 살펴보고자 Johnson-Neyman의 기법을 사용하였다. 이 기법은 조절변인 값의 연속선상 중 어느 값에서부터 간접효과가 통계적으로 유의한지를 판가름해준다(Hayes & Matthes, 2009). 표 7에서 알 수 있듯이 대인관계 지향성(평균중심화 값)이 –6.14보다 낮은 영역(남성의 28.48%)에서는 사회불안의 간접효과가 통계적으로 유의하지 않았으나 대인관계 지향성 값이 –6.14보다 높은 영역(남성의 71.52%)에서는 완벽주의적 자기제시가 사회불안을 통해 SNS 중독경향성에 미치는 효과가 통계적으로 유의하였다.

남성의 대인관계 지향성에 따른 조건부 간접효과의 Johnson-Neyman 유의영역(일부)


논 의

본 연구는 대학생의 SNS 중독경향성의 심리적 기제를 탐색하기 위하여 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성의 관계를 사회불안이 매개하고 이러한 간접효과가 대인관계 지향성에 의해 달라지는 조절된 매개모형을 설정하고 이를 검증하고자 하였다. 모든 분석은 각 변인에서의 성차 가능성 및 사회불안과 SNS 중독경향성 간 관계에서 성차를 확인한 선행연구(Salvati & Trentini, 2015)를 고려하여 성별을 분리하여 실시하였다.

변인에서의 성차 검증 결과, 여성의 완벽주의적 자기제시, 사회불안, SNS 중독경향성의 수준이 남성보다 높게 나타났다. 먼저 완벽주의적 자기제시 성향과 관련한 연구들은 성차를 논하지 않았고, 박지혜와 이주영(2018)의 연구에선 유의한 성차가 없었다. 그러나 여성이 남성보다 자신의 이미지에 더 신경을 쓰며(Rui & Stefanone, 2013), 긍정적인 자기제시를 더 중요하게 인식한다는 점(Malat, Van Ryn, & Purcell, 2006)을 고려할 때, 타인에게 자신을 완벽하게 보여주고자 하는 욕구는 여성이 더 강할 수 있다.

한편, 여성의 사회불안이 남성보다 더 높았던 결과는 기존 연구(Caballo et al., 2014; Kupper & Denollet, 2012)의 결과를 뒷받침하며, 이는 자기해석(self-construal) 관점으로 설명 가능하다. 자신을 주위와 독립적인 개체로 보는 남성과 달리 여성은 사람들과의 관계 속에서 상호의존적으로 자기를 인식하므로(Cross & Madson, 1997) 타인의 거부나 부정적인 평가 등에 대한 두려움이 더 강해 남성보다 사회불안을 더 많이 경험할 수 있다(Asher et al., 2017).

여성의 SNS 중독경향성이 더 강한 것은 SNS 중독에서 성차를 다룬 대부분의 연구와 일치한다(김선미, 서경현, 2015; Chae et al., 2018; Thompson & Lougheed, 2012). SNS는 소통을 기반으로 여러 정보를 나누는 곳으로 여성은 남성보다 상호협력을 지향하고 사회적 행동에 관여하는 경향이 있어 SNS를 사용하면서 중독되는 정도가 높을 수 있다(Andreassen et al., 2016). 또 여성은 관계 맥락에서 자신을 이해하기에 유대감을 중히 여기는데(Cross & Madson, 1997), SNS에서는 시공간적 제약 없이 타인과의 연결이 수월하여 유대감을 얻기 쉬워(Schroeder, 2010) 여성이 SNS에 더 몰입될 수 있다.

한편, 남녀별로 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성 간에 사회불안의 매개효과를 검증한 결과, 성별에 따라 완연히 다른 결과를 보였다. 먼저 선행연구(임숙영, 임영진, 2017; Casale et al., 2015)와 마찬가지로 남녀 모두 완벽주의적 자기제시가 SNS 중독경향성을 정적으로 예측하였으며, 이는 SNS 중독경향성을 높이는 성격적 변인으로 완벽주의적 자기제시 성향이 고려될 수 있음을 시사한다. 완벽하게 보이고 싶은 욕구가 강한 사람들이 자신이 목적한 인상을 SNS에서 선택적으로 전달하고, 이에 따라 의도했던 대로 타인에게 인정받을 수 있음을 학습함에 따라 SNS가 그들의 욕구가 효과적으로 충족되는 공간이라 인식한 결과로 보인다.

아울러 기존 연구(박지혜, 이주영, 2018; 백수현, 이영순, 2013; Mackinnon et al., 2014)처럼 완벽주의적 자기제시가 사회불안에 이르는 경로 역시 정적으로 유의하였다. 완벽주의적 자기제시 성향의 사람들은 자신의 인상을 긍정적으로 전달하려는 욕구가 매우 강한데, 실제로 그들의 욕구가 기대만큼 충족되기란 불가능하다. 이에 자신이 부정적인 평가를 당할 수 있다는 두려움이 증가하면서 타인과의 상호작용에서 불안을 느낄 수 있다(Hewitt et al., 2003). 또 완벽주의적 자기제시 성향이 강한 사람들은 사회적 상황에서 완벽한 자기제시에 방해되는 정서를 제한하는데, 이때 야기된 내적 긴장감이 사회적 상황을 위협적으로 느끼게 하여 사회불안이 유발된다(백수현, 이영순, 2013). 따라서 완벽주의적 자기제시 성향은 사회불안을 높이는 취약한 특성으로 여겨진다.

한편, 남성의 경우에 사회불안은 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성의 관계를 완전 매개하였다. 즉, 사회불안을 함께 고려할 때, 완벽주의적 자기제시는 SNS 중독경향성을 더 이상 예측하지 못하였다. 따라서 완벽주의적 자기제시 성향이 강한 남자 대학생의 SNS 중독경향성은 사회적 상호작용 상황에서 불안을 경험하기 때문으로 이해할 수 있다. 사회적 보상가설(Valkenburg & Peter, 2007)이 제시하였듯 SNS와 같은 온라인에서는 현실에서보다 사회불안을 높이는 단서들이 줄어들고 불안 통제감이 크다는 장점이 있어 사회불안을 경험하는 사람들이 SNS에 의존하는 경향이 크다. 따라서 완벽해 보이길 원하는 남자 대학생이 현실의 관계 속에서 불안을 느낌에 따라 자신이 원하는 인상을 잘 전달할 수 있다는 통제감이 높고, 부정적 평가에 대한 위험이 현저히 낮은 SNS에 빠져드는 것으로 보인다.

그러나 여성의 경우, 사회불안이 SNS 중독경향성으로 이어지는 경로는 유의하지 않았고, 사회불안은 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성 간에 매개역할을 하지 못하였다. 이는 SNS 중독경향성에 대한 사회불안의 유의한 영향력이 여성에게서는 나타나지 않았던 Salvati와 Trentini(2015)의 연구와 일치하는 것이다.

여성이 사회불안도 더 높고, SNS 중독경향성도 더 강하게 나타났음에도 여성의 사회불안이 SNS 중독경향성으로 이어지지 않았다는 점은 주목할 만하다. 남성에게서만 사회적 보상가설이 입증된 이유는 사회불안에서 비롯된 불만족스러운 현실을 보상하기 위해 SNS로 옮겨가고자 할 때 남녀가 보이는 태도 차이와 관련이 있을 것이다. 즉, SNS에 접근할 때, 여성은 남성보다 조심스러운 태도를 지닐 수 있어 SNS 중독경향성에 미치는 사회불안의 영향력이 유의하지 않았을 수 있다. 사회적 상황에서 불안을 느끼는 이들은 상호작용에 대해 접근-회피 갈등을 겪으며, SNS와 같은 새로운 상호작용으로의 접근은 호기심에 의해 좌우된다(Kashdan et al., 2008). 한편, 여성은 남성에 비해 상대적으로 새로움을 추구하는 정도, 즉 여러 활동을 탐색하고 단조로움을 벗어나려는 정도가 미약한 것으로 나타나며(Kashdan & Hofmann, 2008), 이는 여성의 경우 사회불안 시 SNS에 의존하는 경향성을 약화시키게 되는 것일 수 있다.

또한, 여성은 남성보다 불특정 다수와의 접촉이 만연한 온라인을 더 위험하게 지각하며(Fogel & Nehmad, 2009), 위험을 감수하는 경향은 여성이 더 낮다(Pompili et al., 2007). 이로 짐작하건대, 여성은 익숙하지 않거나 새로운 대상에 접근하려 할 때 더 신중하고 보수적인 태도를 보이는 경향이 있으므로 사회불안을 느낀다고 해도 이를 보상하기 위해 위험하다고 여겨지는 SNS에 의존하지 않는 것으로 보인다.

한편, 페이스북 이용 동기에서 성차를 살펴본 연구(Makashvili et al., 2013)에서 여성은 기존 친구들과의 관계를 유지하기 위해 페이스북을 하는 반면, 남성은 새로운 타인과 접촉하고 대인관계를 만들고자 할 때 이용하는 경향이 높은 것으로 나타났다. 이렇듯 기본적으로 여성과 달리 남성은 SNS를 새로운 관계를 형성하기 위해 선호한다는 점을 미루어 보면, 본 연구에서 사회불안을 느끼는 남성은 SNS를 불만족스러운 대인관계를 보상할 수 있는 수단으로 인식했을 가능성이 더 크다. 이에 반해 여성은 사회불안을 보상하고자 위험성이 다분한 가상의 공간에서 새로운 관계를 찾으려는 동기가 크지 않았을 것으로 보인다.

이처럼 대학생의 SNS 중독경향성 기제가 남녀 간 다른 것으로 드러났기에 성별에 따라 다른 개입이 필요하다. 남자 대학생의 경우, 사회불안이 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성 간에 완전매개역할을 하므로 사회불안을 감소시킴으로써 SNS 중독경향성을 예방할 수 있다. 먼저 완벽주의적 자기제시 욕구, 즉 완벽하게 보이고자 하는 강박적인 사고와 행동을 줄여 사회불안이 유발되지 않게 할 필요가 있다. 이에 타인의 평가에 상관없이 자신을 수용하고 자신에게 온화한 자세를 취하게끔 하는 자기자비, 무조건적 자기수용, 마음챙김 등의 수용적 방법을 고려할 수 있을 것이다(Barnard & Curry, 2011). 또한, 완벽주의적 자기제시 성향이 강한 사람은 완벽한 인상을 제시해야 한다는 비합리적인 사고 때문에 사회적 상황이 두렵게 지각되어 사회불안을 경험할 수 있기에(Hewitt et al., 2008) 역기능적 사고를 재구조화하는 인지행동치료 또한 개입전략으로 활용할 수 있을 것이다.

사회불안 자체를 낮추는 방법으로도 SNS 중독경향성을 예방할 수 있는데, 체계적 둔감화 원리에 따라 불안을 줄여나가는 점진적 노출법이 그 예다(Rodebaugh, Holaway, & Heimberg, 2004). 더불어 사회적 기술 훈련을 통해 상호작용에서 개인이 지각하는 불안 통제감을 높여줌으로써(Spence, 2003) 사회불안을 감소시켜 SNS 중독경향성을 방지할 수 있을 것이다.

여자 대학생의 경우, 완벽하게 자신을 제시하고 싶은 욕구 자체가 SNS 중독경향성에 직접적으로 기여하기에 SNS 중독경향성 감소를 위해서는 스스로가 어떠한 욕구로 SNS에 몰입하는지 인식할 수 있게 도울 필요가 있으며, 수용 중심적 접근법(Barnard & Curry, 2011)을 통해 완벽하게 보여주고자 하는 욕구를 완화하려는 노력이 필요하다.

한편, 남성의 경우 완벽주의적 자기제시와 SNS 중독경향성 간에 사회불안의 매개효과는 대인관계 지향성의 수준에 따라 차이를 보였으며, 예상대로 사회불안과 SNS 중독경향성의 경로에서 대인관계 지향성의 조절효과를 확인하였다. 남성의 경우에만 사회불안과 SNS 중독경향성의 관계에서 대인관계 지향성의 조절효과가 유의하였던 것은 다음과 같이 설명 가능할 것이다. Lim, Rodebaugh, Zyphur와 Gleeson(2016)의 종단연구에서 상호작용 불안이 외로움을 예측하는 동시에 외로움이 상호작용 불안을 예측하였는데, 이처럼 외로움과 사회불안이 상호영향을 주는 관계임을 미루어 볼 때, 본 연구에도 외로움이 영향을 미쳤을 가능성이 있다. 그런데 외로움을 느낄 때 취하는 대처방식에서 남녀별로 차이를 보인다. 남성은 성 역할 사회화의 영향으로 인해 자신의 외로움을 주위에 드러내지 않는 경향이 있다(Borys & Perlman, 1985). 이와 달리 여성은 친밀한 지인과 함께 지내면서 감정을 나누고, 가까운 친구로부터 사회적 지지를 구하는 등 적극적으로 외로움을 해결하려는 모습을 보이는데(Cecen, 2008; Knox, Vail-Smith, & Zusman, 2007), 이러한 특성을 덜 보이는 남성들은 외로움에서 벗어나기가 더 어렵고, 대인관계에 대한 보상심리가 더 크게 작용하게 될 것이다. 이처럼 주위로부터 지각된 사회적 지지가 만족스럽지 않거나 현실 속에서는 외로움을 해결할 수 있는 효과적인 방법이 부재한 경우에 대인관계에 대한 강한 욕구는 또 다른 사회적 공간인 SNS에 대한 의존성을 더 강하게 만들 수 있을 것이다.

특히, 남성의 SNS 중독경향성 발생 경로가 대인관계 지향성 값이 -6.14를 초과하는 경우(상위 71.52%)에만 유의하였는데, 이는 타인과 상호작용하려는 욕구가 높지만 완벽주의적 자기제시 성향에서 비롯된 높은 사회불안을 현실의 관계 속에서는 보상하기 어려운 이들의 특성상, 새로운 대안으로 사이버 공간인 SNS에 더 많이 탐닉하게 되는 것으로 볼 수 있다. 그러나 SNS처럼 직접적인 접촉이 없는 공간에서 이루어진 관계는 피상적이며, 깊지 않기에 SNS에 몰입할수록 오히려 현실 사회에서 고립될 수 있어(Baek, Bae, & Jang, 2013) 사회불안과 SNS 중독경향성의 관계가 더 견고해질 수 있다. 따라서 완벽주의적 자기제시 성향을 지닌 남자 대학생들의 SNS 중독경향성을 낮추기 위해서는 그들의 대인관계적 욕구 수준을 확인하고, 그 욕구를 온·오프라인 간 균형을 맞춰 건설적으로 충족하게 하는 상담개입이 유익할 것으로 보인다. 즉, 동아리 활동, 스터디 모임 등 다양한 사회 활동에 참여하도록 권장하고, 사람들과의 교류를 원활히 이어나가도록 조력한다면 대인관계적 욕구가 해소됨에 따라 SNS에 대한 지나친 몰두를 줄일 수 있게 될 것이다.

본 연구는 다음과 같은 의의를 지닌다. 먼저 사회적 보상가설(Valkenburg & Peter, 2007)은 사회불안을 느끼는 사람이 현실의 원활치 못한 상호작용을 보상받고자 온라인의 대인관계에 의존한다고 주장한다. 기존 연구들은 이처럼 SNS 중독경향성에 대한 사회불안의 영향력을 확인하는 것에만 안주하였으나, 본 연구는 사회불안을 느낄 때 상호작용에 대한 접근 또는 회피 여부를 고민한다는 점(Kashdan et al., 2008)에 착안하여 사회불안이 항상 SNS 중독을 예측하지 않을 것이라 가정하였다. 본 연구는 사회불안을 느끼더라도 사람들과의 상호작용 욕구 자체가 낮다면 소통의 공간인 SNS에 몰입되는 정도가 낮을 수 있음을 밝혔다는 의의를 지닌다. 이와 함께 본 연구는 사회불안이 SNS 중독경향성에 미치는 영향력이 성별에 따라 다르다는 주목할 만한 결과를 얻었으며, 이러한 결과들은 사회적 보상가설의 수정과 발전에 기여하게 될 것이다.

둘째, 기존의 SNS 중독 연구는 내현적 자기애, 외로움, 우울 등과의 관계 탐색에 치우쳐 있었으나 본 연구는 완벽주의적 자기제시 성향에 주목함으로써 대학생의 SNS 중독경향성의 심리적 기제에 대한 이해를 확장하였다. 즉, 본 연구는 이상적 자기를 손쉽게 실현시킬 수 있는 SNS 특성상 타인에게 완벽히 보이길 원하는 성향이 SNS 중독경향성을 예측할 수 있을 것이라 보았으며, 이를 확인하여 선행연구를 보완하였다. 마지막으로 대학생의 SNS 중독경향성 발생 경로가 남녀에 따라 서로 다름을 확인한 본 연구는 성별에 따라 보다 효과적인 개입전략을 세울 필요가 있음을 강조하였다는 의의를 지닌다.

이러한 의의에도 불구하고 본 연구는 몇 가지 제한점을 지닌다. 첫째, 자기 보고식 설문지만으로 변인을 측정하였기 때문에 사회적 바람직성에 따른 자료의 왜곡 가능성을 배제하지 못한다. 따라서 제 3자 평정 방법, 심층면담 등을 통해 본 연구결과의 타당성을 재검증해 볼 필요가 있다. 둘째, 본 연구에서 SNS 중독경향성의 수준은 다른 연구(이정화 등, 2017, 정소영, 김종남, 2014)와 유사하게 나타나긴 하였으나, 전반적으로 낮은 편이었다(4점 척도 기준 남=1.78, 여=1.97에 해당). 그러므로 본 연구결과를 신중히 해석할 것을 권하며, 후속연구에서 SNS 중독경향성이 현저히 높은 집단을 대상으로 본 연구결과의 타당성을 재확인해야 할 필요가 있다.

마지막으로, 청소년을 대상으로 본 연구모형을 검증해볼 것을 제언한다. 발달적 관점에서 청소년 시기는 사회적 자기에 주목하는 공적 자의식이 증가하고(Bowker & Rubin, 2009), 또래 수용과 상호작용이 개인의 안녕감에 중대한 영향을 미치는 시기이다(곽금주, 2000; 문은영, 윤진, 1994). 따라서 청소년에게서도 완벽주의적 자기제시 성향, 사회불안, 대인관계 지향성이 SNS 중독경향성과 유의한 관련이 있을 것으로 생각되며, 이를 확인해봄으로써 SNS 중독경향성을 나타내는 청소년들에 대한 이해를 더 넓히길 기대한다.

Acknowledgments

본 연구는 박승혜의 2018년도 석사학위 논문을 수정·보완한 것임.

참고문헌

  • 곽금주, (2000), 또래간 사회적 관계, 한국심리학회지: 발달, 13(3), p77-89.
  • 곽지현, 홍혜영, (2018), 대학생의 공적 자의식이 SNS 중독경향성에 미치는 영향, 청소년학연구, 25(3), p33-62.
  • 김다정, 오경자, (2017), 완벽주의적 자기제시가 사회불안에 미치는 영향, 한국심리학회지: 임상, 36(1), p56-63.
  • 김선미, 서경현, (2015), 내현적 자기애와 SNS 중독경향성 간의 관계, 한국심리학회지: 건강, 20(3), p587-603.
  • 김윤화, (2018), SNS(소셜네트워크서비스) 이용 추이 및 이용행태 분석, KISDI STAT Report, 18(11), p1-7.
  • 김향숙, (2001), 사회공포증 하위 유형의 기억 편향, 서울대학교 석사학위논문.
  • 김형수, (2014), 대학생들의 대인관계지향성과 SNS 몰입 간의 관계에서 사회불안의 매개효과, 인간이해, 35(2), p11-26.
  • 문은영, 윤진, (1994), 또래의 수용이 청소년 초기의 고독감과 비행에 미치는 영향, 한국심리학회지: 발달, 7(1), p44-63.
  • 박지혜, 이주영, (2018), 청소년의 완벽주의적 자기제시가 사회불안에 미치는 영향: 반추에 대한 자기자비의 조절된 매개효과, 상담학연구, 19(4), p87-107.
  • 백수현, 이영순, (2013), 완벽주의적 자기제시와 사회적 불안과의 관계에서 정서표현 양가성의 매개효과, 상담학연구, 14(1), p385-400.
  • 염동수, (2003), 인스턴트 메신저(Instant Messenger)를 통한 대인관계 유지에 관한 연구, 서강대학교 석사학위논문.
  • 이동귀, 서해나, (2010), 완벽주의적 자기제시성향이 높은 대학생과 낮은 대학생의 특성 비교, 상담학연구, 11(1), p91-110.
  • 이영아, 이인혜, (2016), 남녀 대학생에서 거부 민감성과 사회불안 간의 관계, 한국심리학회지: 건강, 21(3), p641-660.
  • 이정화, 김호영, 강정석, (2017), 외로움이 SNS 중독 경향성에 미치는 영향, 한국심리학회지: 임상, 36(2), p154-164.
  • 임숙영, 임영진, (2017), 내현적 자기애와 대학생의 SNS 중독의 관계: 완벽주의적 자기제시의 매개효과, 인간이해, 38(2), p131-145.
  • 정선호, 서동기, (2016), 회귀분석을 이용한 매개된 조절효과와 조절된 매개효과 검증 방법, 한국심리학회지: 일반, 35(1), p257-282.
  • 정소영, 김종남, (2014), 대학생용 SNS 중독경향성 척도개발 및 타당화 연구, 한국심리학회지: 건강, 19(1), p147-166.
  • 조규영, 김윤희, (2014), 대학생의 SNS 중독에 영향을 미치는 요인, 수산해양교육연구, 26(5), p1138-1150.
  • 통계청, 여성가족부, (2018), 2018 청소년 통계, 서울, 통계청, 여성가족부.
  • 하정희, (2011), 한국판 완벽주의적 자기제시척도 (PSPS-K)의 개발과 타당화, 상담학연구, 12(4), p1211-1230.
  • 한국정보화진흥원, (2011), 인터넷중독 진단척도 고도화(3차) 연구, 서울, 한국정보화진흥원.
  • 황희은, 김향숙, (2015), 자존감, 사회불안 및 대인관계 지향성이 중학생의 SNS 중독경향성에 미치는 영향, 청소년학연구, 22(9), p233-253.
  • Aiken, L. S., & West, S. G., (1991), Multiple regression: Testing and interpreting interactions, Newbury Park, CA, Sage.
  • Andreassen, C. S., Billieux, J., Griffiths, M. D., Kuss, D. J., Demetrovics, Z., Mazzoni, E., & Pallesen, S., (2016), The relationship between addictive use of social media and video games and symptoms of psychiatric disorders: A large-scale cross-sectional study, Psychology of Addictive Behaviors, 30(2), p252-262. [https://doi.org/10.1037/adb0000160]
  • Andreassen, C. S., Torsheim, T., Brunborg, G. S., & Pallesen, S., (2012), Development of a Facebook addiction scale, Psychological Reports, 110(2), p501-517. [https://doi.org/10.2466/02.09.18.pr0.110.2.501-517]
  • Asher, M., Asnaani, A., & Aderka, I. M., (2017), Gender differences in social anxiety disorder: A review, Clinical Psychology Review, 56, p1-12. [https://doi.org/10.1016/j.cpr.2017.05.004]
  • Atroszko, P. A., Balcerowska, J. M., Bereznowski, P., Biernatowska, A., Pallesen, S., & Andreassen, C. S., (2018), Facebook addiction among Polish undergraduate students: Validity of measurement and relationship with personality and well-being, Computers in Human Behavior, 85, p329-338. [https://doi.org/10.1016/j.chb.2018.04.001]
  • Baek, Y. M., Bae, Y., & Jang, H., (2013), Social and parasocial relationships on social network sites and their differential relationships with users' psychological well-being, CyberPsychology, Behavior, and Social Networking, 16(7), p512-517. [https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0510]
  • Bandura, A., (1977), Social learning theory, Englewood Cliffs, NJ, Prentice-hall.
  • Barnard, L. K., & Curry, J. F., (2011), Self-compassion: Conceptualizations, correlates, & interventions, Review of General Psychology, 15(4), p289-303. [https://doi.org/10.1037/a0025754]
  • Bodroža, B., & Jovanović, T., (2016), Validation of the new scale for measuring behaviors of Facebook users: Psycho-Social Aspects of Facebook Use (PSAFU), Computers in Human Behavior, 54, p425-435. [https://doi.org/10.1016/j.chb.2015.07.032]
  • Bögels, S. M., Alden, L., Beidel, D. C., Clark, L. A., Pine, D. S., Stein, M. B., & Voncken, M., (2010), Social anxiety disorder: Questions and answers for the DSM-V, Depression and Anxiety, 27(2), p168-189. [https://doi.org/10.1002/da.20670]
  • Borys, S., & Perlman, D., (1985), Gender differences in loneliness, Personality and Social Psychology Bulletin, 11(1), p63-74.
  • Bowker, J. C., & Rubin, K. H., (2009), Self consciousness, friendship quality, and adolescent internalizing problems, British Journal of Developmental Psychology, 27(2), p249-267. [https://doi.org/10.1348/026151008x295623]
  • Caballo, V. E., Salazar, I. C., Irurtia, M. J., Arias, B., & Hofmann, S. G., (2014), Differences in social anxiety between men and women across 18 countries, Personality and Individual Differences, 64, p35-40. [https://doi.org/10.1016/j.paid.2014.02.013]
  • Casale, S., Fioravanti, G., Flett, G. L., & Hewitt, P. L., (2015), Self-presentation styles and problematic use of Internet communicative services: The role of the concerns over behavioral displays of imperfection, Personality and Individual Differences, 76, p187-192. [https://doi.org/10.1016/j.paid.2014.12.021]
  • Cecen, A. R., (2008), The effects of gender and loneliness levels on ways of coping among university students, College Student Journal, 42(2), p510-516.
  • Chae, D., Kim, H., & Kim, Y. A., (2018), Sex differences in the factors influencing Korean college students’ addictive tendency toward social networking sites, International Journal of Mental Health and Addiction, 16(2), p339-350. [https://doi.org/10.1007/s11469-017-9778-3]
  • Cohen, J., (1992), A power primer, Psychological Bulletin, 112(1), p155-159.
  • Cross, S. E., & Madson, L., (1997), Models of the self: Self-construals and gender, Psychological Bulletin, 122(1), p5-37. [https://doi.org/10.1037//0033-2909.122.1.5]
  • Fogel, J., & Nehmad, E., (2009), Internet social network communities: Risk taking, trust, and privacy concerns, Computers in Human Behavior, 25(1), p153-160. [https://doi.org/10.1016/j.chb.2008.08.006]
  • Frazier, P. A., Tix, A. P., & Barron, K. E., (2004), Testing moderator and mediator effects in counseling psychology research, Journal of Counseling Psychology, 51(1), p115-134. [https://doi.org/10.1037/0022-0167.51.1.115]
  • Hawi, N. S., & Samaha, M., (2016), The relations among social media addiction, self-Esteem, and life satisfaction in university students, Social Science Computer Review, 35(5), p576-586. [https://doi.org/10.1177/0894439316660340]
  • Hayes, A. F., (2013), Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis: A regression‐based approach, New York, NY, Guilford Press.
  • Hayes, A. F., (2015), An index and test of linear moderated mediation, Multivariate Behavioral Research, 50(1), p1-22. [https://doi.org/10.1080/00273171.2014.962683]
  • Hayes, A. F., & Matthes, J., (2009), Computational procedures for probing interactions in OLS and logistic regression: SPSS and SAS implementations, Behavior Research Methods, 41(3), p924-936. [https://doi.org/10.3758/brm.41.3.924]
  • Hewitt, P. L., Flett, G. L., Sherry, S. B., Habke, M., Parkin, M., Lam, R. W., ... Stein, M. B., (2003), The interpersonal expression of perfection: Perfectionistic self-presentation and psychological distress, Journal of Personality and Social Psychology, 84(6), p1303-1325. [https://doi.org/10.1037/0022-3514.84.6.1303]
  • Hewitt, P. L., Habke, A. M., Lee-Baggley, D. L., Sherry, S. B., & Flett, G. L., (2008), The impact of perfectionistic self-presentation on the cognitive, affective, and physiological experience of a clinical interview, Psychiatry: Interpersonal and Biological Processes, 71(2), p93-122. [https://doi.org/10.1521/psyc.2008.71.2.93]
  • Kashdan, T. B., Elhai, J. D., & Breen, W. E., (2008), Social anxiety and disinhibition: An analysis of curiosity and social rank appraisals, approach-avoidance conflicts, and disruptive risk-taking behavior, Journal of Anxiety Disorders, 22(6), p925-939. [https://doi.org/10.1016/j.janxdis.2007.09.009]
  • Kashdan, T. B., & Hofmann, S. G., (2008), The high-novelty-seeking, impulsive subtype of generalized social anxiety disorder, Depression and Anxiety, 25(6), p535-541. [https://doi.org/10.1002/da.20382]
  • Kerpelman, J. L., & Pittman, J. F., (2001), The instability of possible selves: Identity processes within late adolescents’ close peer relationships, Journal of Adolescence, 24(4), p491-512. [https://doi.org/10.1006/jado.2001.0385]
  • Kim, H., & Park, D., (2015), Factors affecting Internet gaming addiction: SNS addiction tendencies, self-esteem, and interpersonal relationships among male middle school students, Indian Journal of Science and Technology, 8(S8), p212-218. [https://doi.org/10.17485/ijst/2015/v8is8/70509]
  • Kirschner, P. A., & Karpinski, A. C., (2010), Facebook® and academic performance, Computers in Human Behavior, 26(6), p1237-1245. [https://doi.org/10.1016/j.chb.2010.03.024]
  • Knox, D., Vail-Smith, K., & Zusman, M., (2007), The lonely college male, International Journal of Men’s Health, 6(3), p273-279. [https://doi.org/10.3149/jmh.0603.273]
  • Koc, M., & Gulyagci, S., (2013), Facebook addiction among Turkish college students: The role of psychological health, demographic, and usage characteristics, CyberPsychology, Behavior, and Social Networking, 16(4), p279-284. [https://doi.org/10.1089/cyber.2012.0249]
  • Kupper, N., & Denollet, J., (2012), Social anxiety in the general population: Introducing abbreviated versions of SIAS and SPS, Journal of Affective Disorders, 136(1-2), p90-98. [https://doi.org/10.1016/j.jad.2011.08.014]
  • Kuss, D., & Griffiths, M., (2017), Social networking sites and addiction: Ten lessons learned, International Journal of Environmental Research and Public Health, 14(3), p311-327. [https://doi.org/10.3390/ijerph14030311]
  • Leary, M. R., & Kowalski, R. M., (1995), The self-presentation model of social phobia, In R. G. Heimberg, M. R. Liebowitz, D. A. Hope, & F. R. Schneier, (Eds.)Social phobia: Diagnosis, assessment, and treatment, p94-112, New York, NY, Guilford Press.
  • Lee, E. B., (2015), Too much information: Heavy smartphone and Facebook utilization by African American young adults, Journal of Black Studies, 46(1), p44-61.
  • Lee-Won, R. J., Herzog, L., & Park, S. G., (2015), Hooked on Facebook: The role of social anxiety and need for social assurance in problematic use of Facebook, CyberPsychology, Behavior, and Social Networking, 18(10), p567-574. [https://doi.org/10.1089/cyber.2015.0002]
  • Lim, M. H., Rodebaugh, T. L., Zyphur, M. J., & Gleeson, J. F., (2016), Loneliness over time: The crucial role of social anxiety, Journal of Abnormal Psychology, 125(5), p620-630. [https://doi.org/10.1037/abn0000162]
  • Mackinnon, S. P., Battista, S. R., Sherry, S. B., & Stewart, S. H., (2014), Perfectionistic self-presentation predicts social anxiety using daily diary methods, Personality and Individual Differences, 56, p143-148. [https://doi.org/10.1016/j.paid.2013.08.038]
  • Makashvili, M., Ujmajuridze, B., Amirejibi, T., Kotetishvili, B., & Barbakadze, S., (2013), Gender difference in the motives for the use of Facebook, Asian Journal for Humanities and Social Studies, 1(3), p130-135.
  • Malat, J. R., Van Ryn, M., & Purcell, D., (2006), Race, socioeconomic status, and the perceived importance of positive self-presentation in health care, Social Science & Medicine, 62(10), p2479-2488. [https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2005.11.014]
  • Masthi, N. R., Cadabam, S. R., & Sonakshi, S., (2015), Facebook addiction among health university students in Bengaluru, International Journal of Health & Allied Sciences, 4(1), p18-22.
  • Mattick, R. P., & Clarke, J. C., (1998), Development and validation of measures of social phobia scrutiny fear and social interaction anxiety, Behaviour Research and Therapy, 36(4), p455-470.
  • McKenna, K. Y., Green, A. S., & Gleason, M. E., (2002), Relationship formation on the Internet: What’s the big attraction?, Journal of Social Issues, 58(1), p9-31. [https://doi.org/10.1111/1540-4560.00246]
  • Morrison, A. S., & Heimberg, R. G., (2013), Social anxiety and social anxiety disorder, Annual Review of Clinical Psychology, 9, p249-274.
  • Muller, D., Judd, C. M., & Yzerbyt, V. Y., (2005), When moderation is mediated and mediation is moderated, Journal of Personality and Social Psychology, 89(6), p852-863. [https://doi.org/10.1037/0022-3514.89.6.852]
  • Olivares, J., García-López, L. J., & Hidalgo, M. D., (2001), The Social Phobia Scale and the Social Interaction Anxiety Scale: Factor structure and reliability in a Spanish-speaking population, Journal of Psychoeducational Assessment, 19(1), p69-80. [https://doi.org/10.1177/073428290101900105]
  • Pompili, M., Lester, D., Innamorati, M., Narciso, V., Vento, A., De Pisa, E., ... Girardi, P., (2007), Risk-taking and reasons for living in non-clinical Italian university students, Death Studies, 31(8), p751-762. [https://doi.org/10.1080/07481180701490727]
  • Preacher, K. J., & Hayes, A. F., (2004), SPSS and SAS procedures for estimating indirect effects in simple mediation models, Behavior Research Methods, Instruments, & Computers, 36(4), p717-731. [https://doi.org/10.3758/bf03206553]
  • Raacke, J., & Bonds-Raacke, J., (2008), MySpace and Facebook: Applying the uses and gratifications theory to exploring friend-networking sites, CyberPsychology & Behavior, 11(2), p169-174. [https://doi.org/10.1089/cpb.2007.0056]
  • Rodebaugh, T. L., Holaway, R. M., & Heimberg, R. G., (2004), The treatment of social anxiety disorder, Clinical Psychology Review, 24(7), p883-908.
  • Rui, J. R., & Stefanone, M. A., (2013), Strategic image management online, Information, Communication & Society, 16(8), p1286-1305.
  • Salem, A. A. M. S., Almenaye, N. S., & Andreassen, C. S., (2016), A psychometric evaluation of Bergen Facebook Addiction Scale (BFAS) of university students, International Journal of Psychology and Behavioral Sciences, 6(5), p199-205.
  • Salvati, V., & Trentini, C., (2015, Sep), Problematic Facebook use: The role of psychosocial variables in an Italian adolescent study, Poster presented at the First European Conference on Addictive Behaviors and Dependencies, Lisbon, Portugal.
  • Schroeder, R., (2010), Mobile phones and the inexorable advance of multimodal connectedness, New Media & Society, 12(1), p75-90. [https://doi.org/10.1177/1461444809355114]
  • Schutz, W., (1958), FIRO: A three-dimensional theory of interpersonal behavior, New York, NY, Rinehart.
  • Schutz, W., (1992), Beyond Firo-B-Three new theory-derived measures-Element B: Behavior, Element F: Feelings, Element S: Self, Psychological Reports, 70(3), p915-937. [https://doi.org/10.2466/pr0.1992.70.3.915]
  • Schwartz, S. J., Côté, J. E., & Arnett, J. J., (2005), Identity and agency in emerging adulthood: Two developmental routes in the individualization process, Youth & Society, 37(2), p201-229.
  • Siibak, A., (2009), Constructing the self through the photo selection-visual impression management on social networking websites, Cyberpsychology: Journal of Psychosocial Research on Cyberspace, 3(1), p1-9.
  • Spence, S. H., (2003), Social skills training with children and young people: Theory, evidence and practice, Child and Adolescent Mental Health, 8(2), p84-96. [https://doi.org/10.1111/1475-3588.00051]
  • Swap, W. C., & Rubin, J. Z., (1983), Measurement of interpersonal orientation, Journal of Personality and Social Psychology, 44(1), p208-219. [https://doi.org/10.1037//0022-3514.44.1.208]
  • Thompson, S. H., & Lougheed, E., (2012), Frazzled by Facebook? An exploratory study of gender differences in social network communication among undergraduate men and women, College Student Journal, 46(1), p88-98.
  • Valkenburg, P. M., & Peter, J., (2007), Preadolescents' and adolescents' online communication and their closeness to friends, Developmental Psychology, 43(2), p267-277. [https://doi.org/10.1037/0012-1649.43.2.267]
  • Yoo, G., Park, J. H., & Jun, H. J., (2014), Early maladaptive schemas as predictors of interpersonal orientation and peer connectedness in university students, Social Behavior and Personality: An International Journal, 42(8), p1377-1394. [https://doi.org/10.2224/sbp.2014.42.8.1377]

그림 1.

그림 1.
연구모형

그림 2.

그림 2.
남성의 SNS 중독경향성에 대한 사회불안과 대인관계 지향성의 상호작용

표 1.

성별에 따른 주요 변인들의 평균 차이

변인 M(SD) t

(n=151)

(n=190)
*p<.05, **p<.01
완벽주의적 자기제시 83.66(14.19) 87.36(18.70) -2.07*
사회불안 50.46(13.09) 54.98(15.50) -2.92**
SNS 중독경향성 42.81(13.22) 47.34(13.67) -3.08**
대인관계 지향성 61.61(10.33) 61.02(11.29) .50

표 2.

성별에 따른 주요 변인 간 상관관계 (N=341)

1 2 3 4
주. 대각선 아래는 남성, 위는 여성 집단임.
**p<.01, ***p<.001
1. 완벽주의적 자기제시 - .51*** .24** -.06
2. 사회불안 .46*** - .13 -.36***
3. SNS 중독경향성 .23** .26** - .20**
4. 대인관계 지향성 .04 -.25** .28** -

표 3.

단순매개효과 검증 결과

총효과와 직접효과 B SE t
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
완벽주의적 자기제시가 SNS 중독경향성에 미치는 총효과 .213 .074 2.870**
완벽주의적 자기제시가 사회불안에 미치는 직접효과 .420 .067 6.251***
사회불안이 SNS 중독경향성에 미치는 직접효과 .199 .089 2.229*
완벽주의적 자기제시가 SNS 중독경향성에 미치는 직접효과 .130 .082 1.573
완벽주의적 자기제시가 SNS 중독경향성에 미치는 총효과 .172 .052 3.328**
완벽주의적 자기제시가 사회불안에 미치는 직접효과 .418 .052 8.018***
사회불안이 SNS 중독경향성에 미치는 직접효과 .017 .073 .230
완벽주의적 자기제시가 SNS 중독경향성에 미치는 직접효과 .165 .060 2.749**

표 4.

간접효과의 부트스트래핑 검증 결과

Effect Boot SE 95% CI
LL UL
주. 부트스트래핑 표본은 10,000번 추출
남(n=151) .084 .042 .008 .173
여(n=190) .007 .028 -.050 .063

표 5.

조절된 매개효과 검증 결과

준거변인:
SNS 중독경향성
준거변인:
사회불안
준거변인:
SNS 중독경향성
B t B t B t
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
예측변인(X: 완벽주의적 자기제시) .208 2.895** .420 6.251*** .076 .990
조절변인(Mo: 대인관계 지향성) .340 3.448*** .427 4.372***
상호작용항(XMo) .006 .860
매개변인(Me: 사회불안) .305 3.534***
상호작용항(MeMo) .018 2.734**
R2=.129,
F(3,147)=7.281***
R2=.208,
F(1,149)=39.072***
R2=.237,
F(4,146)=11.339***
예측변인(X: 완벽주의적 자기제시) .188 3.656*** .418 8.018*** .145 2.393*
조절변인(Mo: 대인관계 지향성) .235 2.682** .302 3.312**
상호작용항(XMo) .003 .826
매개변인(Me: 사회불안) .113 1.484
상호작용항(MeMo) .004 .733
R2=.103,
F(3,186)=7.139***
R2=.255,
F(1,188)=64.289***
R2=.113,
F(4,185)=5.912***

표 6.

조절된 매개효과의 부트스트래핑 검증 결과

조절된
매개지수
Boot SE 95% CI
LL UL
주. 부트스트래핑 표본은 10,000번 추출
남(n=151) .008 .003 .003 .013
여(n=190) .002 .002 -.002 .006

표 7.

남성의 대인관계 지향성에 따른 조건부 간접효과의 Johnson-Neyman 유의영역(일부)

대인관계
지향성
B SE t
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
-31.61 -.268 .232 -1.153
-23.51 -.121 .183 -.660
-15.41 .026 .138 .187
-7.31 .173 .102 1.693
-6.14 .194 .098 1.976
-4.61 .222 .094 2.367*
-1.91 .270 .088 3.069**
.79 .319 .086 3.709***
6.19 .417 .093 4.490***
11.59 .515 .111 4.623***
16.99 .613 .137 4.476***
22.39 .711 .166 4.274***